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农民收入结构与农村消费
徐涛

【摘要】本文在预防性储蓄研究框架下加入收入结构因素，利用我国各省区农村居民2001～2007年的消费和收入结构数据，采用OLS、固定效应和面板GMM、分量回归以及分地区回归等方法，研究了收入结构对我国农村居民消费行为的影响。结果表明，收入结构是影响我国各地区农村居民消费的关键变量之一，农村居民的家庭经营性收入增长越快，其消费增长也越快。此外，我国农村居民存在较强的预防性储蓄动机。要拉动农村消费，必须针对具体情况，调整农村收入结构，提高农村居民持久性收入。
【关键词】收入结构；农村消费；预防性储蓄；分量回归

一、引言
农村、农业和农民问题是我国经济发展过程中面临的一个战略性问题，我国经济的真正腾飞离不开农民收入的增加、农业的现代化和农村的发展。由于几千年来我国农村已经形成了一种相对闭塞的、低水平发展模式，单纯依靠外部输血式支持很难改变我国农村的发展模式，需要将增加农民收入、促进农村消费和推动农村产业发展有机地联系起来，利用收入增长拉动农村消费，通过消费推动农业现代化和农村产业的发展，进一步提高农民收入，形成农村发展的良性循环。另一方面，当前国际金融危机使我国的外需出现了萎缩，要维持我国经济的稳定发展，必须启动我国农村消费市场，拉动农村消费。但是，从我国农村的发展历程看，由于预期收入的不稳定，以及预期未来支出的上升，农村居民存在非常强烈的预防性储蓄动机（易行健、王俊海和易君健，2008），单纯通过政府转移支付等方式未必能促进农村消费。近年来，随着我国农村改革的不断深化，农民创收来源越来越多，收入结构也呈现出多元化趋势，农民收入中不同组成部分的稳定性、可预测性都有很大差异。在这种情况下，即使收入总量相同，收入结构的差异也会影响持久收入，改变消费决策（弗里德曼，1957）。因此，在农民增收的同时，也需要通过调整我国农民收入结构，提高农村居民的持久收入，拉动农民消费。
现代消费理论阐述了在不同条件下收入对消费的影响，许多文献研究了预防性储蓄对我国农村居民消费行为的影响。但是，与现有理论的制度背景相比，我国农村居民面临收入的不稳定、社会保障体制的不完善等问题，使得其消费行为表现出一定的独特性。由于市场不完善，我国农村居民收入与城市居民收入存在很大的不同。农村居民收入结构的独特性是市场不完善的产物，其收入结构对消费的影响实际上反映了不成熟的市场条件下收入对农村居民消费的影响。因此，研究我国农村居民收入结构对农村消费的影响，具有重要的理论价值。
本文将在预防性储蓄理论研究框架下，加入收入结构多元化因素，构建农村居民消费决策的贝尔曼方程，通过对动态最优化问题的求解，研究农村居民收入结构对农村消费的影响机制，并进一步利用中国各省区的数据，运用实证方法分析我国农村居民收入结构对消费的影响。在此基础上，针对如何拉动农村消费，提出完善农民收入结构的政策建议。

二、文献综述
收入对消费的影响是消费理论的一个重要组成部分，国内外学者在这一方面进行了大量研究，也有很多学者对我国农民消费问题也进行了很多研究，得出了很多结论。
多数学者是在预防性储蓄框架下研究中国农户的消费行为，但他们的出发点也有所不同。首先，部分学者从资产处置角度研究了预防性储蓄动机对我国农村居民消费的影响。Jalan&Ravallion (2001)从风险和预防性储蓄角度研究了中国农户行为。他们发现，随着风险的变动，中国农户的行为将发生变化。中等收入农户的大约四分之一的财富是以流动性高的非生产性资产的形式持有的，随着风险的下降，他们以流动性资产形式持有的非生产性资产的比重将小幅下降，消费将有所上升。高收入农户流动性相对充足，无须以非生产性资产持有资产，可以维持比较稳定的消费。低收入农户为了维持消费，无法持有大量非生产性资产。Park (2006)构建了一个动态模型研究了在面临交易成本和价格、产出风险情况下农村家庭的生产、储存和贸易决策，并利用1993年中国农户的抽样调查数据拟合了中国农民的预防性储蓄行为。研究结果表明，由于农产品既具有消费的功能，又具有储蓄的功能，农产品就成为农民最好的预防性储蓄的形式。多数农户会成为以谷物为主的农产品的净购买者，而不是净出售者。因此，中国农户的预防性储蓄大多体现为对谷物的储存。其次，还有学者从消费风险的角度研究了我国农村居民预防性储蓄动机的变动。Giles, J. & Yoo, K.（2007）在预防性行为的框架下研究了中国农村家庭的消费决策问题。他们的研究结果显示，在所有受访的家庭中，面临中等消费风险的家庭将储蓄其全部收入的10%，那些收入在贫困线以下的家庭将其收入的15%用于储蓄。他们还研究了外出务工对消费的影响，发现无论是贫困家庭还是费贫困家庭，随着外出务工的范围扩大，农民用于预防性储蓄的收入比重就会下降，消费也随之增加。易行健、王俊海和易君健（2008）选择中国农村居民1992---2006年间的分省面板数据，采用固定效应-工具变量法对我国农村居民预防性储蓄动机强度及其地区差异、时序变化展开了详细的实证研究。发现我国农村居民存在很强的预防性储蓄动机，抑制了当前消费。
部分学者从消费结构角度研究了农户收入对消费的影响。Lewis, P. & Andrews, N.(1989)从消费结构角度研究了中国家庭的消费情况，他们发现中国家庭大多数收入都用于日常消费，对农户来说更是如此。但是，如果农户收入能够有较大幅度的上升，他们用于食物上的支出所占比重就会出现显著下降。相反，收入的上升将会促使农户增加住房等方面的支出。Sun & Wu (2004)则运用抽样调查方法比较了中国城乡居民消费行为，他们发现城乡居民的消费观念、消费结构等都存在很大的差异。
现有研究大多利用成熟的理论框架分析中国农村居民的消费问题，保证了研究的科学性和严谨性。但是，由于我国农村居民的收入结构具有十分独特的一面，如果部考虑收入结构问题，就无法真实反应我国农村居民消费决策行为。因此，本文将借鉴现有研究，在预防性储蓄理论框架下研究我国农村居民收入结构对消费的影响。

三、理论分析
我国农村居民具有较强的预防性储蓄动机，对其消费行为具有明显的影响（易行健等，2008），必须在预防性储蓄动机背景下研究我国农村居民收入结构对消费的影响。因此，本文将在现有的预防性储蓄研究（Gourinchas与Parker，2002）框架下，根据我国农村居民资产的特征，加入收入多元化假设，研究农村居民收入结构对消费的影响。考虑到我国农村居民的实际情况，本文假设我国农村居民的资产具有多样性，金融资产所占比重不高，人力资本收益（即劳动收入）在收入中所占比重较大。再假设农民符合理性人假设，其消费决策的目标是实现预期未来效用的贴现值最大化。
假设某典型农村消费者在第t期的目标是实现贴现的未来效用总和最大化，其消费决策实际上是一个动态最优化问题，可以表述为：
（1）
其中，E(|t)表示该消费者基于第t期所有信息所获得的预期值，而E(|0)式则表示该消费者基于当前信息所获得的预期。θ>0，表示消费者的时间偏好率，即对未来效用的贴现率。U(·)为该农村消费者的效用函数，满足，及。
假设该农村消费者在t时刻的总资产为At，其中包含金融资产、实物资产和人力资本，所有资产都能给该农村居民带来收入。其资产中低风险资产所占比重为w，高风险资产所占比重为（1-w）。低风险资产和高风险资产的收益率分别为rt和zt，它们分别服从以下分布：
　　 （2）
　　 （3）
其中和g分别反映低风险资产和高风险资产收益率的增长，和是两个独立同分布的随机变量，均值为0，方差分别为和，且。在完善的市场条件下，经过风险调整后的各类资产的预期收益率非常接近，但是，在不成熟的农村市场上，各类资产预期收益率的差异会长期存在。
根据弗里德曼（1957）、Wang (2003)的研究，劳动收入是人力资产的收益，其他收入都可以表示为某种资产的收益，由（2）、（3）式，该消费者第t+1期预期总资产价值At+1由以下过程决定：
（4）
（4）式也是该农村消费者的预算约束。（4）式说明，消费者在下一期的资产总量等于当期没有消费的资产经多元化投资后所获得的加权本利和。由于本文将当期收入视为资产所带来的收益，所以（4）式的右侧没有包含收入。
显然，该农村消费者的消费决策就是在（4）式的约束下实现（1）式所表示的目标函数。该消费者面临动态最优化问题，可以建立贝尔曼方程对该问题求解。在任一时刻，该最优化问题的贝尔曼价值方程为：
（5）
在（4）式的约束下，可以得到（5）式最大化时对Ct的一阶条件：
（6）
根据包络定理，在（5）式最大化时对其中的资产At求导，得：
（7）
由（6）、（7）式可知，，由此可得：
（8）
将（8）式代入（6）式，可以得到该农村消费者在实现效用最大化时的欧拉方程：
（9）
对（9）式中的在t处进行泰勒展开，得：
　（10）
忽略（10）式中的高阶无穷小项，并将（10）式代入（9）式，整理，可得：
（11）
（11）式中，，为农村消费者的相对风险厌恶系数。，为农村消费者的相对谨慎系数（Kimball, 1990），可以衡量消费者预防性储蓄动机的强度。越大，预防性储蓄动机就越强。（11）式说明，农村居民消费增长率由收入结构、预防性储蓄动机以及时间偏好率等因素决定。由（11）式可知，在上一期资产收益率已知的情况下，当农村消费者高风险资产及低风险资产收益率上升时，即和g上升时，预期未来的消费增长率也会提高。但是，由于不同类型的资产在消费者总资产中所占比重不同，因此不同资产收益率的提高（即不同类型收入的提高）对消费增长率的促进作用也有所差异。由此可见，在收入总量相同的情况下，收入结构的差异也会影响农村消费者的消费增长率，农村居民收入结构中，不同类型收入增长速度的差异将影响其消费增长速度。

四、实证检验
1.方法与数据
本文将在（11）式的基础上，利用中国各省区农村居民消费数据，运用实证方法研究在存在预防性储蓄动机情况下收入结构对农民消费的影响。现有的预防性储蓄方面的文献大多以过去平均消费增长率表示（11）式中预期消费增长率，但是，考虑到在现实中，消费者更加关注消费在近期的变动，本文采用适应性预期假设。假设消费者根据上期消费的变动决定当期的消费，以上一期消费增长率代替预期的未来消费增长率。由于居民在进行消费决策时，也会考虑到过去收入的影响，本文在实证模型中也加入了上一期的收入总量。在（11）式的基础上，本文采用线性化实证模型，即：
（12）
其中，GC、GYi和Y分别表示消费增长率、第i类收入增长率以及上一期的收入。由于数据的可得性，本文将研究农村居民的财产性收入、家庭经营性收入、工资性收入和转移收入增长的影响。（12）式两侧所有变量均为名义变量，物价的影响会相互抵消，本文直接采用名义变量进行研究。
本文的实证分析将分三步进行。首先，本文将采用（11）式对全国各省区样本进行拟合，研究我国农村居民收入结构对消费的总体影响。由于面板数据样本可能存在截面异方差性，本文对采用White异方差处理方法（White，1980)对截面方差进行处理。（12）式中的自变量包含消费增长率GC的平方，可能造成模型的内生性，为了克服这一问题，本文还采用面板广义矩（GMM）方法，利用工具变量估计（12）式。此外，为了保证估计结果的稳健性，我们还分别采用OLS方法和固定效应方法估计（12）式。
其次，消费增长速度不同的农村居民的消费决策行为可能会存在差异，我们运用分量回归方法估计（12）式。与OLS方法不同，分量回归方法是传统的条件均值最小二乘法到一系列不同分量方程的一个扩展，从允许任何解释变量的影响能够随着被解释变量的不同分布而异（李涛，2005）。此外，在数据存在较大的异常值或残差不服从正态分布的情况下，分量回归方法比均值回归更为可靠（Mata & Machado, 1996）。实际上，本文分量回归估计结果是以下最小值问题的线性规划解（Koenker & Hallock, 2001）：
(13)
其中，β为回归系数，xi自变量，qτ为由分位数τ决定的函数。通过选择分位数，可以得到不同的估计结果，分位数低的回归结果将反映消费增长慢的农村居民的收入结构对消费的影响。
第三，由于我国区域差异非常明显，不同地区农村居民的生活习惯差异很大，本文还将全部样本分为东部地区、中部地区和西部地区① 本文中三大地区的划分参考《2004年中国现代化报告》，其中东部地区包括北京、天津、辽宁、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东和海南，中部地区包括黑龙江、吉林、山西、河南、安徽、江西、湖北和湖南，西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、广西、西藏、青海、陕西、内蒙古、宁夏、甘肃和新疆。
等三个子样本，根据（12）式逐一估计，考察这三类地区农村居民收入结构对消费的影响。
由于在2001年以前我国出现了严重的通货紧缩，农村居民消费习惯与此后有所不同，因此本文只研究2001年至2007年的数据。所有数据均选自《中国统计年鉴》有关各期，人均消费和和人均收入数据的单位均为元人民币。
2.结果说明
（1）全国农村居民收入结构对消费的影响
表一显示的是我国农村居民人均消费指标的主要描述性统计指标。从2001年到2007年，我国农村居民人均消费的平均值逐年增长，增长了将近1倍。中间值也逐年上升，但中间值低于平均值，说明我国过半农村居民的消费低于平均值，但另有少数居民的消费极高。从方差、最小值和最大值来看，我国农村居民的消费差异越来越大。

表一：我国农村居民人均消费描述性统计分析结果

2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
平均
1828.85
1929.503
2058.931
2313.305
2702.619
2981.615
3376.309
中间值
1550.621
1647.04
1747.02
1928.602
2305.976
2495.33
2786.77
方差
819.9336
906.3861
1001.215
1095.619
1250.474
1368.761
1499.612
最大值
4753.231
5301.82
5669.57
6328.849
7277.943
8006
8844.88
最小值
1098.389
1000.29
1030.13
1296.339
1552.387
1627.07
1913.71

表二是利用全国样本对（12）式估计的结果。由表二可见，三个模型的调整后R2都很高，说明方程的解释力较强，其他指标也说明模型的拟合效果较好。在所有回归系数中，仅有农村家庭经营性收入增长率（GYM）和农村居民人均消费增长率的平方（GC2）的系数可以通过系数显著性检验，说明这两个因素是影响我国农村居民消费增长率的主要因素。表二的结果反映了以下几点事实。
首先，我国农村居民收入结构是影响消费行为的重要因素。农村家庭经营性收入增长率在三个模型中都能够在1%的水平上通过检验，而且回归系数变化不大，说明我国农村居民家庭经营性收入的增长可以显著地促进农村消费。家庭经营性收入可以促进消费，而其他类型的收入对消费的拉动作用不明显，其主要原因是农村经济体制改革以来，我国一直执行鼓励家庭经营活动的政策。经过30年的改革，家庭经营性收入的稳定性相对较高，国家法规对该领域的活动已经有较完备的保护，农村居民对家庭经营性收入的预期相对稳定。家庭经营性收入的增长可以有效地提高农村居民的持有收入，因而可以显著地拉动消费。相比之下，农村居民的工资性收入、资产性收入和转移性收入要么缺乏有效的法律保护，要么发展时间相对较短，农村居民对这些收入的预期还不稳定。，它们对农村居民持有性收入的贡献有限，因而其回归系数不能通过显著性检验。
其次，预防性储蓄动机是影响我国农村消费的另一主要因素。消费增长率平方的系数，即（11）式中的ρ/2可以通过系数显著性检验，说明农村消费者的相对谨慎系数显著地不为零，农村居民存在明显的预防性储蓄动机。当他们预期未来消费波动加大时，将抑制当前消费、增加未来消费，本文结果与易行健等（2008）的研究一致。

表二：对全国样本进行的回归

OLS
固定效应
GMM
常数项
0.03636***
0.0140
0.0300
GYA
1.81E-05
8.09E-05
-2.04E-05
GYM
0.1771***
0.1859***
0.1598***
GYTR
0.0068
0.0260
0.0106
GYW
-0.0015
0.0123**
0.0255***
GC2
2.6966***
2.8253***
1.7906***
TYt-1
4.91E-06**
9.53E-06**
7.17E-06
R2
0.8262
0.8747
0.8382
调整后R2
0.8203
0.8445
0.7888
D.W.值
1.68
2.2273
2.1949
J统计量
/
/
5.9697
F值（P值）
141.77（0.000）
28.90（0.000）
/
样本数
186
186
186
注：面板GMM方法中工具变量为各类收入占总收入比重的平方和以及上年度消费增长率的平方

（2）不同消费增长速度农村居民分析结果
为了考察消费增长速度不同的农村居民的消费行为是否受收入结构的影响，我们采用了分量回归方法估计了（12）式，结果见表三。按消费增长速度划分的九个组别的分量回归模型的调整后R2都在40%以上，说明回归模型具有较好的解释力，可以在一定程度上解释消费增长速度的变动。
由表三可见，除消费增长最快的30%农村居民外，家庭经营性收入增长率(GYM)的系数都可以在5%的水平上通过检验，说明家庭经营性收入的增长可以有效地促进消费增长较慢的居民的消费。这是因为尽管农村居民家庭经营性收入相对稳定，但从目前的总体情况看，其规模有限，难以支撑消费的快速增长。各个组别农村居民消费增长率平方（GC2）的回归系数都可以在1%的水平上通过检验，说明无论是消费增长快还是慢的消费者都存在预防性储蓄动机。

表三：按消费增长率进行的分量回归结果
分位数
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0.6
0.7
0.8
0.9
常数项
-0.003
0.0209***
0.025***
0.03***
0.036***
0.045***
0.055***
0.060***
0.063***
GYA
2E-4**
9.5E-5***
7.4E-5*
5.7E-5
3.2E-5
4.7E-6
-2.4E-5
-4E-5
-5E-5
GYM
0.261***
0.1566***
0.147***
0.121***
0.094***
0.062**
0.0258
0.0150
0.0034
GYW
0.016
-0.0026
0.0182
0.0140
0.0086
0.0066
0.0067
0.0035
0.0030
GYTR
0.004
0.0008
0.0006
0.0004
1.4E-5
-0.0001
0.0013
0.0013
-0.0005
GC2
2.44***
3.544***
3.581***
3.839***
3.893***
3.917***
3.894***
3.873***
3.874***
TYt-1
7E-6***
7E-6***
4E-6***
3E-6***
3E-6***
1.9E-6**
7.8E-7
3.97E-7
8.87E-8
Pseu-R2
0.4530
0.5412
0.6317
0.6759
0.7069
0.7345
0.7649
0.8002
0.8467
Adj- R2
0.4346
0.5258
0.6194
0.6651
0.6970
0.7256
0.7570
0.7935
0.8416

（3）分地区分析结果
表四是对我国东、中、西三个地区农村居民消费的分析结果。九个模型的调整后R2都在80%以上，模型的解释力较强。三个面板GMM模型的Hansen J统计量比较显著，说明了工具变量的选择是合理的。其他六个模型的F统计量都在1%的水平上显著，变量之间存在线性关系。这九个模型的拟合效果较好，可以根据模型的估计结果来分析我国东、中、西部地区农村居民收入结构对消费的影响。
在所有模型中，家庭经营性收入增长率的系数都能够在5%的水平上通过显著性检验，说明在所有三个地区，农村居民的家庭经营性收入增长能够拉动消费，而其他类型收入的作用则不明显，证明无论在哪个地区，农村居民的收入结构都能够影响消费。三个地区消费增长率平方（GC2）的系数都能通过检验，说明无论在哪个地区，防范未来的不确定性都是农村居民在进行消费决策时所考虑的因素。
从估计方法比较严密的面板GMM模型结果看，西部地区家庭经营性收入（YM）的回归系数最大，而中部最小，东部地区介于两者之间。这个结果反映了农村家庭经营性收入的增长对西部地区农村居民消费的拉动力最强，对中部地区最弱。其原因是西部地区农村居民家庭经营活动以外的创收来源少，对家庭经营活动的依赖度高；东部地区家庭经营活动发达，其影响也较大；中部地区家庭经营性活动有一定发展，还没有形成对其他收入的绝对优势，因而家庭经营性收入对消费的拉动作用在三个地区中最低。中部地区农村居民的消费增长率平方（GC2）的系数最大，该地区农村居民的预防性储蓄动机最强，西部地区最弱。这是因为东部地区居民收入较高，应付未来消费风险的能力较强，预防性动机并不是太强。而西部地区农村居民收入水平不高，无法维持一定的预防性储蓄，因而其预防性储蓄动机最弱。
此外，利用面板GMM获得的分地区分析结果还显示，东部地区农村居民的工资性收入以及中部地区农村居民的转移性收入对所在地区的消费有明显的拉动作用，这与当地经济发展的具体情况有关。东部地区经济发达，农村居民可以获得稳定的工资收入。中部地区人口众多，政府转移性收入相对较多，对消费的影响也比较明显。

表四：分地区回归分析结果
东部地区

OLS
固定效应
面板GMM
常数项
0.0297**
0.0338**
0.0528***
GYA
-0.0112*
-0.0022
-0.0086
GYM
0.0902**
0.1506***
0.1567***
GYTR
0.0029
0.0127
0.0108
GYW
0.0883
0.1186**
0.1621***
GC2
2.7999***
2.8142***
1.8400***
TYt-1
5.08E-06**
1.64E-06
-2.41E-06
R2
0.8806
0.9070
0.8765
Adj-R2
0.8685
0.8767
0.8246
D.W.值
1.6915
2.1562
1.7859
Hansen’s J
/
/
5.0756
F值(P值)
72.54(0.00)
29.88(0.00)
/
样本数
66
66
66
注：面板GMM方法中工具变量为各类收入占总收入比重的平方和以及上年度消费增长率的平方
中部地区

OLS
固定效应
面板GMM
常数项
0.0058
-0.0220
0.0190
GYA
4.12E-05
0.0001
3.45E-05
GYM
0.1607***
0.1120**
0.1511***
GYTR
0.0015
0.0107***
0.0100***
GYW
0.0555
0.0299
0.1195
GC2
2.6170***
2.6722***
2.4118***
TYt-1
1.54E-05
2.70E-05***
2.41E-06
R2
0.8847
0.9402
0.8773
Adj-R2
0.8678
0.9173
0.8159
D.W.值
1.4143
2.1599
2.3569
Hansen’s J
/
/
4.3651
F值(P值)
52.42(0.00)
41.12(0.00)
/
样本数
48
48
48
注：面板GMM方法中工具变量为各类收入占总收入比重的平方和以及上年度消费增长率的平方
西部地区

OLS
固定效应
面板GMM
常数项
0.0014
-0.0180
0.0288*
GYA
-0.0038
-0.0002
-0.0074
GYM
0.2022***
0.2342***
0.2062***
GYTR
0.0152*
0.0209**
0.0177
GYW
-0.0378
0.0035
0.0069
GC2
2.5764***
2.7326***
1.7672***
TYt-1
2.46E-05**
2.72E-05*
1.01E-05
R2
0.8186
0.8547
0.8308
Adj-R2
0.8018
0.8089
0.7623
D.W.值
2.2888
2.6347
2.5798
Hansen’s J
/
/
2.8280
F值(P值)
48.88 (0.00)
18.68(0.00)
/
样本数
72
72
72
注：面板GMM方法中工具变量为各类收入占总收入比重的平方和以及上年度消费增长率的平方

通过实证检验，我们发现：第一，农村居民收入结构对消费具有明显的影响，其中家庭经营性收入的增长对消费具有显著的促进作用，而其他收入的影响较弱。第二，所有地区的农村居民都存在较强的预防性储蓄动机。第三，除家庭经营性收入和预防性储蓄动机以外，还存在一些影响我国部分地区农村居民消费的特有因素，如工资性收入对东部地区农村居民消费有明显的拉动作用，而转移性收入对中部地区农村居民消费的影响极其显著。

五、结论与政策建议
现阶段国际金融危机对我国的外需造成了严重的负面影响，要维持我国宏观经济又好又快的增长，就必须刺激消费、拉动内需。在当前的经济发展形势下，启动潜力巨大的农村消费市场，不仅能够应对金融危机，刺激宏观经济，还能促进我国农村经济结构转型，真正实现农村地区的现代化。因此，研究我国农村居民消费变动的内在机理，探讨拉动农村消费的对策，具有重要的理论和现实意义。
本文在传统的分析预防性储蓄的理论框架下，引入收入结构因素，研究了收入结构对农村居民消费的影响。在理论分析的基础上，本文利用2001～2007年我国各省区农村居民收入和消费的面板数据，运用实证方法考察了收入结构对我国农村居民消费的影响。研究结果显示，无论在哪个地区，收入结构对农村居民消费都存在显著的影响，家庭经营性收入增长越快，消费增长也越快。我们还发现，农村居民存在明显的预防性储蓄动机，不利于拉动消费。此外，工资性收入对东部地区，以及转移性收入对中部地区农村居民的消费分别存在显著的促进作用。
要启动我国农村消费市场，拉动农村居民消费，需要做到以下几点：第一，需要创造更加良好的氛围，积极鼓励农村居民的家庭经营活动，扩大经营规模，提升经营层次。农村居民家庭经营活动不仅可以在短期内拉动消费，还有助于农村产业结构的升级，促进我国二元经济结构的转化。第二，加快农村社会保障制度建设，降低农村居民的预防性储蓄动机。农村居民强烈的预防性储蓄动机的形成，与预期收入不稳定、预期支出居高不下有着直接的关系。加快农村社会保障体系建议，有助于稳定其预期收入，降低预期支出，促进农村居民的消费。第三，需要提高并稳定农村居民的工资性收入、财产性收入和转移性收入。从研究结果看，中西部地区农村居民工资性收入对消费的影响都不明显，东部和西部地区转移性收入对消费的影响也不明显，而财产性收入对任何地区农村居民的消费都没有明显的影响，农村居民消费过度依赖特定类型的收入，导致了农村居民的抗风险能力低下，强化了他们的预防性储蓄动机，不利于拉动农村消费。因此，必须制定合理的法规政策，保障农村居民的工资性收入和财产性收入，规范政府转移支付政策。

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［作者系苏州大学商学院博士］